小額信貸對貧困農戶家庭福利的影響分析

■ 閔 楊 博士生 張家偶（、華中科技大學經濟學院 、中南民族大學 武漢 430074）

引言

發展小額信貸是國際上重要的扶貧措施，通過小額信貸的方式開展扶貧是扶貧領域的一場聲勢浩大的革命（WWB，1995）。從20世紀90年代開始，我國借鑒孟加拉國經驗，開始在全國推廣小額信貸扶貧模式。經過十余年來發展，我國小額信貸扶貧總體上取得十分突出的成效。但是，為進一步深化和改善小額信貸扶貧的效果，必須實證評價小額信貸扶貧模式如何促進農戶收入增長、持續時間長短等問題。

目前，對小額信貸減貧成效的判斷主要集中于跟蹤性調查報告或者對農民問卷調查等形式。這些報告和調查通過比較樣本地區農民參與小額信貸后的收入變化，來探討小額信貸的減貧效果。從實證分析角度看，這類研究大多只能判斷小額信貸與農民收入的相關性，較難分析小額信貸與農民收入間的因果效應。國際上在評估小額信貸對家庭福利影響時，一般應用收入或消費等經濟指標進行評估。（Islam，2007；Coudouel，Hentschel and Wodon，2002；Hulme，1997）。基于此，本文擬借鑒計量經濟學“自然實驗”和“雙重差分模型”的方法，利用農村信用社提供的農戶小額信貸數據估計小額信貸對農民收入增長所產生的因果效應的大小。

調查數據及研究方法

（一）數據來源

研究中以湖北省小額信貸數據為基礎，采用多級分層隨機抽樣技術以確定抽樣家庭樣本：首先，以農村信用社小額信貸方案的可用性為原則取得實施小額信貸滿五年的鄉鎮列表，從辦理農村信用社小額信貸方案的 768個鄉鎮中選擇了十個鄉鎮；其次，從每個所選的鄉鎮的村莊的列表（列表由每個所選的鄉鎮的行政辦公室提供）中隨機選擇5個村莊，則共包含了50個村莊。最后，從50個村中隨機挑選了共328位借款人作為貸款組，從非借款住戶中選擇了共96家的戶主作為非借款組。

樣本農戶的選擇是在取樣過程的最后階段中完成的。樣本住戶被分成兩組：借貸組與非借款組。從每個所選的鄉鎮的農村信用社鄉鎮辦公室那獲得了借款人的列表，其中包含了借款人的基本信息，如借款人的性別，來自哪個村莊、借款頻率，每個單貸款的總額以及累積的貸款額等。之后，隨機的從328位借款人選出64位女性。在我們的研究中借款人受訪者是家庭戶主，因為農村信用社的小額信貸是在家庭戶主的名下發放給家庭的。至于非借款群體的選擇，是從每個所選的村莊的村委員會辦事處獲得的農村家庭的列表中挑選的，列表提供了居住在村子里所有住戶的信息，包括狀態和家庭成員的性別。這項調查其中有28家女戶主。總共有424戶納入到樣本中，包括 328戶借款家庭和96戶非借款家庭。就性別方面而言，有332男戶主和92女戶主在這些研究中接受了調查。

（二）標準差分模型

可以用以下的回歸公式說明雙重差分法的標準方法：

其中，Yit是家庭i 在t這段時間的家庭產出調查（即家庭每年的收入或消費）；d2t是一種時間虛擬變量，等于1 就是t=2（方案前期），0就是t=1（方案后期）；Mit是d2t和Pt的產品互動任期，指示計劃參與，表明方案參與情況，如果家庭i借了款并且出現在第二階段（即參加該方案），值就等于1；如果沒有，就是零。Δ 0 為時間的影響，受控制和對照組兩者影響；βi為潛在的時間變量，與兩組之間的整體平均值不同；Y是衡量平均方案影響借貸（控制）組的主要因素；εit是假定為獨立變量，相等的分布在家庭和時間段，意味著在每個時間段都是零。

（三）調整差分模型

雙重差分法的標準方法是有效的，如果農戶接收小額信貸是隨機的（例如在實驗設置中），以時間和組的固定效果為條件（Bertrand et al.，2004）。鑒于我們數據在前期方案歸因是非實驗性質的，很可能和結果變量有關。因此，如果沒有農村信用社的方案影響所導致的農村信用社方案評估中所產生的偏差，結果變化的模式則可以根據兩組家庭系統變化（Islam and Harris，2008；Abadie，2005）。

按照Harris（2008）和Abadie（2005）的建議，可觀察的住戶特征矢量被列入回歸作為控制變量來調整這兩組之間可觀察到的差別。此外，為了控制無法測量的家庭和村莊屬性，可能會導致的選擇偏差，本文的研究用了一種有固定的效果的方法。可以調整的雙重差分法用以下的回歸公式說明：

其中，其中Yit，d2t，δ0跟公式（1）是同樣定義的。Xit是一個住戶特征（如年齡、家庭大小）的向量；M是控制變量，γ是利益的主要參數，它呈現了小額信貸的對借貸家庭的影響；vi是用來控制潛在非隨機方案位置偏差的固定村，吸收了可觀察和無法觀察的鄉村因素，是時間常數，但影響利益（Yit）的結果；H是所獲取的可觀察的家庭固定效果，家庭屬性的時間常數影響Yit。U是特殊的錯誤術語，表示無法觀察的家庭因素，且會隨著時間的改變并影響著Yit。應當注意到U是正規化的，在每個期間代表著零，并且U與M是獨立的，隨著時間推移有相同的分布，即U⊥Mit，但它可以將它與H關聯起來（Athey and Imbens，2006；Abadie，2005）。通過減少剩余方差，Xit所包含額作為回歸量也許可以幫助控制混雜的趨勢和提高γ的估計效率（Abadie，2005；Meyer，1995）。

表1 小額信貸對家庭福利的影響的雙重差分法評估

表2 固定的效果的方案參與影響的估算

研究結果

（一）以標準的雙重差分法評估影響

從表1的結果可以看出，從2002年到2008年之間，貸款家庭的以家庭年收入和家庭年消費衡量的家庭福利有著大幅度的提高。例如，在過去的六年里，貸款家庭的平均年收入大概提高了32%，并且，在1%的顯著水平下，統計結果有效。同樣，相同的時間，貸款家庭的平均年支出也有著積極和顯著的改變。然而我們必須指出的是，貸款家庭平均年收入和平均年支出的提高可能是時間因素和小額信貸綜合影響結果，為了得出小額信貸對借款家庭的真正影響，必須控制潛在的時間因素影響。在2002年到2008年之間，非借款家庭平均結果的變化可以用來估計時間趨勢對貸款家庭的影響（表1第六列）。通過比較兩組平均結果的不同，在10%的統計顯著水平下，標準雙重差分法的結果說明在參與小額信貸項目的直接影響下，貸款家庭的平均年收入增加了5.3%。另一方面，作為參與小額信貸項目的影響，標準雙重差分法的評估結果發現，貸款家庭的平均年消費大概增加了3%，但是小額信貸對家庭消費的積極影響在統計上并未不顯著（表1第七列）。

（二）使用調整的雙重差分法評估影響

為了補充標準差分法的不足，本文的研究也使用調整的雙重差分法對農村信用合作社小額信貸項目對福利的影響進行評估。

表2的回歸結果表明，參與小額信貸家庭比沒有參與的家庭的年收入平均增長了5.14%，而年消費平均增長了2.89%，但是，使用調整的雙重差分法評估小額貸款對家庭福利影響，發現小額信貸對家庭收入影響并不顯著。可以看到，在控制家庭特征后，使用調整的雙重差分法與標準雙重差分法的評估結果有些不同。這可能說明，借款家庭與非借款家庭之間所觀察到的差異并沒有對調查結果的發展趨勢產生較大的影響（Abadie，2005）。

總的來說，基于調整的雙重差分法的實證研究結果證實了小額貸款文獻中的觀點，即小額貸款能夠提高家庭的福利，如收入和消費。由于對兩個變量影響的研究都不是基于統計顯著水平，因此對小額信貸項目（二元變量）影響的評估有一定局限。當使用累積借款以更好地衡量家庭參與小額貸款項目，評估的效果將大大提高：在1%的顯著水平下，累積貸款金額對所研究的結果有著顯著影響。

盡管從統計視角看，小額貸款影響家庭福利水平，但是在經濟意義上并不顯著。累積貸款的系數值相比其他變量，如收入來源的系數是較小的（累積貸款對收入的影響是0.0029，對消費的影響是0.0023；收入來源對收入的影響是0.0615，對消費的影響是0.036）。當γ的系數乘以100時，測量家庭結果變化的百分比，變化的值較小，表明小額信貸對家庭收入和消費具有較小的經濟影響。

結論

參與小額信貸項目（二元變量）對由家庭年收入和年消費所衡量的家庭福利有著積極的影響。然而，除使用標準雙重差分法評估平均年收入的影響外，這種積極的影響并不顯著。

累計借款（連續變量）對家庭年收入和年消費有著積極和顯著的影響，越深入地參與小額信貸項目（特點是貸款規模增長），家庭的收益會越多。

貸款家庭的以家庭年收入和家庭年消費衡量的家庭福利有著大幅度的提高，貸款家庭的平均年支出也有著積極和顯著的改變。

農村信用合作社所提供的小額貸款對家庭的福利結果有重大的影響。貸款額平均增加1000元，家庭的年收入和年消費平均將增加0.29%和0.23%，由于貸款家庭的平均貸款總額為44012元，意味著貸款家庭的平均年收入和平均年消費比非貸款家庭大約分別增長了12.76%和10.12%。

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